自贸试验区与经济增长——基于中国城市面板数据的实证分析

董丹凤

(南京财经大学，江苏 南京 210023)

一、 引言

中国经济之所以能够保持三十多年的高速增长，关键在于实行了改革开放。 随着中国经济进入新常态，中国前期的制度红利消耗殆尽，高速发展阶段积累的矛盾凸显，内外部经济环境也正在变得严峻和复杂。 为继续推进改革开放，我国于2013 年至2020 年分六批在21 个省市的53 个地级及以上城市设立了自贸试验区，意在为全面深化改革和扩大开放探索新途径、积累新经验。 自贸试验区作为新时期改革开放的“试验田”和制度创新的“高地”，其能否通过再次释放制度红利促进经济增长呢? 其对经济增长的影响又表现出何种特征呢?

为此，本文利用《中国城市统计年鉴》提供的2006～2019 年城市面板数据，使用多期双重差分法估计了设立自贸试验区对城市经济增长的影响。 本文的边际贡献主要有:一是在研究视角上，本文不仅研究了设立自贸试验区对城市经济增长的影响，而且还进一步分析了自贸试验区的设立对城市经济增长影响的独特特征。 二是在研究数据上，以往文献主要采用省级面板数据，本文采用的是城市面板数据，扩大了数据量。

二、 文献综述与研究假说

(一)文献综述

自由贸易试验区是适应经济全球化新趋势，为国家实现高质量发展探索新道路的重大举措[1-2]，是我国平衡改革红利和把握改革风险的一项重要制度创新[3]。 随着设立自贸试验区的时间推进，关于自贸试验区的研究也在逐渐增多，学者们所采用的主要研究方法有反事实分析法[4]、合成控制法[5]和双重差分法[6]等。 此外，现有文献更多的是基于省级面板数据进行研究，尤其是针对上海自贸试验区的研究，研究结果表明设立自贸试验区对所在省市的出口额、外商直接投资、固定资产投资等方面都产生了显著正向影响。 考虑到自贸试验区主要是以片区形式开展，而且自贸试验区片区一般分布在省份所管辖的2～3 个地级市中，如果直接采用省级面板数据进行研究，可能会存在一定偏误，得到的政策启示也相对有限，因此，本文采用城市面板数据对自贸试验区进行研究。

(二)研究假说

自贸试验区通过不断地制度创新为企业发展营造了良好的营商环境[7]。 一方面，通过实施负面清单的管理模式，营造有利于各类投资者平等进入的市场环境，降低了外资企业的进入门槛，提高了投资效率，这将推动地区利用外资水平的提升[8]。 另一方面，自贸试验区实施的国际贸易“单一窗口”和电子口岸制度，提升了地区的贸易便利化水平，将会有利于地区出口[9]。 投资和出口作为影响经济增长的需求侧因素[10]，自贸试验区的实施将会通过外商直接投资和出口的提升，进而促进地区经济增长。

假说1:设立自贸试验区促进了所在城市的经济增长。

自贸试验区是在新形势下全面深化改革、扩大开放的重大举措，要实现以开放促改革、促发展、促转型、促创新，从而打造中国经济升级版，自贸试验区要重点发展高端服务业和制造业。 扩大服务业对外开放是自贸试验区的一项重要任务，由于我国服务业发展水平不高，通过扩大对外开放吸引国外的资本、知识和人才，进而促进我国服务业的高端化发展[11]，带动我国第三产业的经济增长。 过去我国地方政府在“晋升锦标赛”的激励下更倾向于发展资本密集型的重工业，使得地方产业的低端锁定和高端制造业的发展滞后[10]。 所以扩大对高端制造业的开放，也将有利于我国高端制造业的发展，然而，一方面，高端制造业的发展前期需要进行技术的研发设计，需要投入大量的资金、精力和时间，不会立刻产生经济增长效应；另一方面，目前高端制造业在我国第二产业中所占比例较小，所以其对第二产业的整体发展贡献较小。

假说2:设立自贸试验区对第三产业的正向促进作用要大于第二产业。

三、 研究设计

(一)模型设定

在考察自贸试验区的设立对城市经济增长的影响时，需要控制其他影响城市经济增长的干扰因素。基于现有文献，本文选取了以下几个控制变量，我们用地方一般公共预算收入与地方一般公共预算支出之比(govauto)来刻画地方政府财政分权程度；用市区人口与总人口之比(urbanlization)来反映城市化水平；用高等学校在校学生人数与总人口之比(hum)来反映城市的人力资本投资情况；用地方一般公共预算支出与GDP 之比(govinter)来反映地方政府对经济的干预程度；用科学技术和教育支出与GDP 之比(innovation)来反映城市的创新投入情况。本文采用的回归方程为:

其中，i表示城市，t表示年份。 pftzit是核心解释变量，来反映i城市t年份是否设立了自贸试验区:某城市设立自贸试验区的当年和此后各年取值为1，否则为0，其系数β反映了自贸试验区的设立对城市经济增长效应的平均影响。yit是被解释变量，包括实际GDP 增长率、实际第二产业增加值增长率和实际第三产业增加值增长率。Xit是一系列影响城市经济增长的控制变量。μi表示城市固定效应，t表示时间固定效应，ωit是误差项。

(二)变量和数据

本文选取了2006 ～2019 年城市面板数据，所使用的数据来自EPS 数据库、《中国统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》。 考虑到第五批自贸试验区是2019 年8 月正式设立，虽然处于本文的样本研究期间内，但设立时间相对较晚，难以捕捉到自贸试验区设立的政策效果，所以剔除了第五批设立自贸试验区的城市样本。 表1 为主要变量的描述性统计。

表1 主要变量描述性统计

四、 实证结果分析

(一)自贸试验区设立与城市经济增长

表2 第(1)列和第(2)列报告了自贸试验区设立与城市GDP 增长之间关系的基准回归结果。 第(1)列为不含任何控制变量的结果，结果显示自贸试验区的设立显著促进了所在城市的GDP 增长。第(2)列为控制了一系列影响城市GDP 增长因素之后的结果，自贸试验区的设立仍然显著促进了城市GDP 增长。 表2 第(3)列和第(4)列分别报告了自贸试验区设立对城市第二产业增加值增长率和第三产业增加值增长率的影响，结果显示，自贸试验区的设立对第二产业的促进作用不显著，而对第三产业增加值的增速有显著正向影响。 验证了假说1 和假说2。

表2 自贸试验区与城市经济增长

(二)稳健性检验

1. 平行趋势检验

为了更直观地考察设立自贸试验区前后有自贸试验区的城市和没有自贸试验区的城市经济增长的动态差异，参考郭峰和熊瑞祥[12]的做法，利用事件分析法进行更为直观的分析。 设置如下的回归方程:

表3 报告了回归结果。 可以看出，自贸试验区设立之前，处理组城市和对照组城市经济增长率之间不存在显著性差异，满足平行趋势假设。

表3 平行趋势检验

2. 反事实检验

本文借鉴张军等[13]进行稳健性检验的方法——反事实检验，反事实检验的关键操作就是改变自贸试验区设立的时间。 本文将城市设立自贸试验区的时间提前2～3 年，得到新的自贸试验区虚拟变量pftz_pre2 和pftz_pre3，用上述变量替换掉原模型中的自贸试验区变量pftz 进行回归，通过观察新的自贸试验区变量系数的显著性，来判断原回归模型结论的正确性。 判断的思路有两条:①如果新的自贸试验区变量系数显著为正，说明地区经济增长很可能主要是来自其他因素，而不是由设立自贸试验区所带来的；②如果新的自贸试验区变量系数不显著为正或者虽然新的自贸试验区变量系数显著为正但呈现递减的趋势，说明地区经济增长主要是来自设立自贸试验区，从而验证了上文结论的稳健性。

表4 是自贸试验区设立时间提前2 ～3 年对城市经济增长影响的回归结果，从表4 的回归结果可以看出，自贸试验区设立时间提前2 ～3 年后，新的自贸试验区变量对地区GDP 增长率的系数显著为正，但是系数呈现出递减的趋势，这说明了地区经济增长的确主要是由自贸试验区设立推动，这更进一步印证了前文结论的稳健性。 此外，新的自贸试验区变量对第二产业增加值增长率和第三产业增加值增长率的系数也都是不显著的。

表4 自贸试验区提前2～3 年与城市经济增长

五、 结论和政策建议

自贸试验区是我国进一步深化改革和扩大开放的“试验田”，其对中国经济增长会产生举足轻重的影响。 本文基于2006 ～2019 年城市面板数据和多期双重差分法，研究了自贸试验区对城市经济增长的影响。 研究发现，设立自贸试验区显著促进了城市经济增长，经过稳健性检验后结论仍然成立。 设立自贸试验区对城市经济增长的影响也表现出一些独有的特征:自贸试验区的设立对城市经济增长的促进作用主要体现在第三产业上，对第二产业没有产生显著的促进作用。

实证研究发现自贸试验区的设立的确可以促进其所在地区的经济增长，因此本文的第一个政策启示就是应该鼓励自贸试验区的设立。 同时也必须认识到，自贸试验区是在新形势下全面深化改革、扩大开放的重大举措，要实现以开放促改革、促发展、促转型、促创新，从而打造中国经济升级版，所以自贸试验区注重的是高端产业的发展，因此本文的第二个政策启示就是地方政府在进行自贸试验区建设时要注重的是其对地区经济升级的效果，而不是注重短期的经济增长目标。